SciELO - Scientific Electronic Library Online

 
vol.11 número1INTEGRACIÓN DE PRINCIPIOS Y REQUERIMIENTOS BIOÉTICOS EN LOS ESTATUTOS, REGULACIONES Y POLÍTICAS DE LA UNIÓN EUROPEABIOÉTICA PARA UNA SALUD PÚBLICA CON RESPONSABILIDAD SOCIAL índice de autoresíndice de materiabúsqueda de artículos
Home Pagelista alfabética de revistas  

Servicios Personalizados

Revista

Articulo

Indicadores

Links relacionados

Compartir


Acta bioethica

versión On-line ISSN 1726-569X

Acta bioeth. v.11 n.1 Santiago  2005

http://dx.doi.org/10.4067/S1726-569X2005000100006 

 

Acta Bioethica 2005; 11(1)

ORIGINALES

ACCESO A LA SALUD EN CHILE

ACCESS TO HEALTHCARE IN CHILE

ACESSO À SAÚDE NO CHILE

Mauricio Olavarría Gambi

Doctor en Ciencias Políticas. Investigador y profesor del Instituto de Asuntos Públicos de la Universidad de Chile
Correspondencia: molavarr@uchile.cl


Resumen: Chile presenta una pronunciada reducción en la incidencia de la pobreza y los indicadores del estado de salud de la población se acercan a los de los países desarrollados. Este artículo se pregunta por el acceso efectivo de los pobres a la atención de salud y analiza el estado de salud de las personas de más bajos ingresos: si cuando están enfermos acceden a atención médica y dental, si cuando reciben atención de salud la reciben oportunamente, con demora o de manera tardía, y si disponen de cobertura de sistemas de protección de salud.

Palabras clave: pobreza, condiciones de atención en salud, cobertura médica y dental



Abstract:
Chile presents a remarkable lessening of its poverty; indicators show that people's healthcare conditions are close to those of the developed countries. This paper analyses the healthcare conditions of people with the lowest incomes, if they have access to medical and dental care when they are sick, if this care is readily obtained or with delay or when it is already late, and if they get coverage from the healthcare protective systems.

Key words: poverty, healthcare conditions, medical and dental coverage



Resumo:
Costatamos que o Chile apresenta uma redução significada na incidencia da pobreza e que os indicadores do estado de saúde da população se aproximam dos países desenvolvidos. Neste artígo se pergunta pelo acesso efetivo dos pobres aos cuidados de saúde. O trabalho analiza o estado de sáude das pessoas de mais baixa renda. Quando estas adoecem tem acesso à atenção médica e odontológica? Recebem cuidados de saúde no momento necessário, com demora ou tardiamente? Além disso discorre a respeito da cobertura de sistemas de proteção de saúde.

Palavras chaves: pobreza, condições de cuidados de saúde, cobertura médica e odontológica



Introducción

¿Logran los pobres acceso a los servicios de salud? La Constitución de la República de Chile declara que la salud es un derecho básico reconocido para todos los ciudadanos, y documentos oficiales muestran una amplia cobertura del sistema de salud1. Asimismo, los indicadores acerca del estado de la salud de la población en Chile se ubican entre los mejores del continente y muy cerca de los de países desarrollados(1). Chile presenta una larga tradición de políticas sociales que han contribuido notoriamente a expandir la cobertura de la atención de salud y a elevar los indicadores sanitarios a los niveles que hoy presenta el país(2). Aunque en el nivel agregado los indicadores sobre el estado de salud de la población son relativamente favorables para Chile, ha habido intensas críticas al sistema público de salud - al que acuden las personas de menores ingresos- en términos de la calidad y oportunidad de los servicios entregados. Dado que mantenerse sano es uno de los activos con que cuentan los pobres (para poder trabajar), los problemas que ellos tengan en acceder a atención de salud cuando la necesitan podrían traducirse en obstáculos serios a sus esfuerzos por superar el estado de pobreza. Así, este trabajo analiza el acceso de las personas de menores ingresos a la atención de salud y las implicancias de política pública que se derivan de ello.

La relación conceptual entre el estado de salud y la disposición a obtener ingresos ha sido bien expuesta por Akin y otros(3). Según ellos, las personas nacen con cierta dotación de capital humano en salud del cual derivan utilidad. Del flujo de días saludables las personas derivan la posibilidad de trabajar, obtener ingresos y realizar las actividades que deseen. El capital humano en salud se deteriora con el paso del tiempo, las enfermedades, accidentes y, finalmente, se extingue con la muerte. De este modo, las intervenciones en salud -siguiendo a Akin y otros- estarían orientadas a evitar un deterioro progresivo o acelerado del capital humano en salud.

De ello se deduce que habría una asociación entre deterioro de la salud y pobreza, toda vez que las personas enfermas tendrían mayores dificultades para trabajar y generar ingresos. De esta manera, intervenciones de política pública en salud que busquen apoyar el proceso de superación de la pobreza, necesitarían incluir la efectiva y oportuna provisión de servicios y protección de salud a la población, de manera que ésta aumente -o al menos no disminuya sensiblemente- el flujo de días saludables.

Así, este trabajo se centra en el análisis de si los pobres son más probablemente sanos o no, si cuando están enfermos acceden a atención médica y dental, si cuando reciben atención de salud la reciben oportunamente, con demora o de manera tardía, y si disponen de cobertura de seguridad social que les permita materializar acciones de reparación de la salud cuando lo necesitan.

Las siguientes secciones presentan una breve descripción del sistema chileno de protección de salud, los datos y métodos usados en el análisis, los hallazgos y conclusiones relevantes que fluyen del análisis, y las implicancias de política pública que se deducen del trabajo.


El sistema chileno de protección de salud

Se estructura sobre dos pilares: el público y el privado. El sistema privado de atención de salud se organiza en torno a las instituciones de salud previsional y pagos directos al proveedor privado -médico u hospital. El sistema público se organiza, a su vez, en torno al Fondo Nacional de Salud (FONASA). Los trabajadores enteran el siete por ciento de sus salarios, ya sea a alguna Institución de Salud Previsional (ISAPRE) o al FONASA, con lo cual adquieren cobertura para los servicios de salud. Los trabajadores afiliados a alguna ISAPRE pueden cotizar un monto adicional al siete por ciento básico y con ello aumentan la variedad de servicios a la que tienen acceso o bien disminuyen los copagos por los servicios contratados.

Los trabajadores afiliados a FONASA pueden acceder a la atención de salud ya sea a través del sistema institucional o bajo el sistema de libre elección. Quienes tienen cobertura de salud con el sistema institucional reciben el servicio en consultorios municipales de salud u hospitales públicos. En este sistema, dependiendo del ingreso del afiliado, el copago varía entre el 25 y 50 por ciento del valor establecido por el FONASA para el servicio prestado. En el sistema de libre elección, los beneficiarios pueden recibir el servicio de un prestador privado registrado en FONASA, pero con copagos más altos dado que estos dependen del precio asignado por el prestador del servicio.

Tabla 1. Cobertura de atención de salud por sistemas (%).

Quintil Ingreso

Sistema de Salud

1987

1990

1992

1994

1996

1998

2000

I

Indigent Mod.

49.4

46.3

45.6

53.5

50.1

52.8

53.5

FONASA

39.8

38.6

37.6

31.5

34.2

33.4

34

FFAA

0.1

0.7

0.8

0.5

0.3

0.5

0.5

ISAPRE

0.9

2.8

5.2

6.3

5.6

4.0

3.1

Otros

9.8

10.6

9.6

7.0

8.9

8.8

8.6

Sin Dato

------

0.9

1.2

1.0

0.7

0.6

0.4

Total

100.0

100.0

100.0

100.0

100.0

100.0

100.0

II

Indigent Mod.

32.4

32.3

29.7

36.3

29.4

29.3

30.1

FONASA

51.5

46.4

43.7

39.9

41.9

44.6

50

FFAA

0.9

2.1

2.6

1.6

3.2

1.7

1.6

ISAPRE

2.6

6.5

11.8

13.4

14.3

13.2

7.8

Otros

12.6

11.5

10.5

7.4

10.3

10.4

10

Sin Dato

-----

1.3

1.6

1.5

0.9

0.9

0.6

Total

100.0

100.0

100.0

100.0

100.0

100.0

100.0

III

Indigent Mod.

24.3

22.7

22.2

24.8

19.0

17.8

17.2

FONASA

53.9

46.9

41.5

40.5

41.4

44.4

49.8

FFAA

2.6

2.6

32.

2.9

3.6

3.5

4.4

ISAPRE

5.1

11.3

17.3

21.7

22.7

21.3

17.6

Otros

14.1

14.6

14.1

8.7

11.9

11.6

10.3

Sin Dato

-----

1.9

1.7

1.5

1.4

1.3

0.7

Total

100.0

100.0

100.0

100.0

100.0

100.0

100.0

IV

Indigent Mod.

16.0

14.1

12.9

15.2

10.5

9.4

9.3

FONASA

50.2

43.5

37.4

34.4

34.4

37.7

44.1

FFAA

5.6

3.9

4.3

4.8

5.3

5.4

5.6

ISAPRE

11.9

21.6

28.7

33.5

34.9

33.0

29.5

Otros

16.3

15.3

15.1

10.7

13.6

13.4

10.9

Sin Dato

----

1.7

1.7

1.3

1.4

1.1

0.6

Total

100.0

100.0

100.0

100.0

100.0

100.0

100.0

V

Indigent Mod.

6.0

6.1

5.1

7.2

3.1

2.7

2.5

FONASA

39.5

30.7

25.2

22.2

22.2

23.3

27.1

FFAA

6.5

3.9

3.4

4.7

3.9

4.9

4.8

ISAPRE

29.2

41.2

46.3

52.9

55.9

55.4

54.2

Otros

18.7

16.6

18.2

11.9

14.1

13.1

11

Sin Dato

-----

1.3

1.8

1.1

0.7

0.7

0.4

Total

100.0

100.0

100.0

100.0

100.0

100.0

100.0

TOTAL

Indigent Mod.

27.5

26.1

24.9

29.3

24.2

24.5

24.9

FONASA

46.9

41.5

37.7

34.1

35.3

37.2

41.5

FFAA

2.9

2.5

2.7

2.7

3.1

3.0

3.1

ISAPRE

8.7

15.1

20.0

23.7

24.7

23.1

19.9

Otros

13.9

13.5

13.1

8.9

11.5

11.2

10.1

Sin Dato

----

1.4

1.6

1.3

1.0

0.9

0.6

Total

100.0

100.0

100.0

100.0

100.0

100.0

100.0

Fuentes: MIDEPLAN 1999; pp. 49-50; MIDEPLAN 2004a2.

Los pobres pueden igualmente recibir atención a través del sistema público - en consultorios municipales y/u hospitales públicos- y para ellos no hay exigencia de copago, aunque necesitan comprobar que no disponen de ingresos para pagar por el servicio.

A menudo los servicios públicos de salud han sido criticados por sus inadecuadas instalaciones, la falta de médicos generales, especialistas y otros profesionales, largas esperas para recibir la atención y falta de equipamiento y de recursos para otorgar los servicios que la población requiere. Pero, por otro lado, también se argumenta que los servicios públicos de salud han respondido con prontitud a las emergencias, han sido la base sobre la cual se han implementado los planes nacionales de salud y su desarrollo aparece correlacionado con los positivos indicadores sobre el estado de salud de la población que muestra Chile(2).

Según los datos de la serie 1987-2000 presentados en la tabla 1, alrededor de una cuarta parte de la población ha recibido servicios de salud bajo la modalidad indigente, cuatro de cada diez demandantes de servicios de salud lo han hecho a través de FONASA, alrededor de un quinto de la población ha estado cubierta por ISAPREs en el período de la serie, y el 15 por ciento restante se ha distribuido entre los sistemas de salud de las Fuerzas Armadas y pagos directos a proveedores privados. Los datos de la tabla 1 también muestran que el principal proveedor de servicios de salud -por lejos- es el sistema público. La tabla 1 también muestra que el sistema público -indigente y FONASA- concentra su cobertura en los tres primeros quintiles de ingreso, que en el cuarto quintil la distribución es pareja entre el sistema público y el sistema privado -ISAPREs y pagos directos a proveedores privados- y que la cobertura de las ISAPREs se concentra en el quintil más rico.


Datos y métodos

El análisis estadístico se ha realizado con datos provenientes de la encuesta CASEN para el período 1987-2000. La CASEN es una encuesta chilena, representativa, basada en una muestra probabilística, cuyo propósito es aportar información sobre las características socioeconómicas de la población y, con ello, monitorear el desempeño de las intervenciones de política pública que tengan efecto sobre el bienestar de la población. La encuesta es aplicada por el Departamento de Economía de la Universidad de Chile, por encargo del Ministerio de Planificación (MIDEPLAN), y procesada por la sede en Santiago de la Comisión Económica para América Latina y el Caribe de la Organización de las Naciones Unidas (CEPAL).

Este análisis ha usado tanto un modelo logit multinomial, para estimar la probabilidad predicha de tener cobertura de salud para distintos estratos, como también un modelo probit, para estimar la probabilidad marginal de acceder a atención de salud, ser saludable y recibir atención para distintos estratos. La unidad de análisis es la persona y ambos modelos han sido construidos en ese nivel. Ambos modelos controlan por diferentes características personales. Conforme a ello, variables dicotómicas se han incorporado para representar estratos socioeconómicos - que reflejan niveles de pobreza o riqueza relativos- , niveles de escolaridad, género, edad, residencia en áreas urbanas o rurales, y estado civil. Los estratos socioeconómicos considerados son: indigente, pobre, casi pobre e ingreso medio-alto. El criterio para distinguir entre ellos es si el ingreso cae bajo el valor de una, dos o tres canastas básicas de alimentos3. Si su ingreso está sobre el valor de tres canastas básicas de alimentos, entonces son calificados como de ingreso medio-alto. Para la población rural, los valores son 0.75, 1.5 y 2.5 de la canasta básica de alimentos. En el caso de la edad de las personas, se han empleado categorías que representan diferentes etapas del ciclo vital: 0 a 4 años, 5 a 14 años, 15 a 19 años, 20 a 39 años, 40 a 65 años y 66 años y más. La categoría de 40 a 65 años ha sido identificada normalmente como el grupo de referencia. En aquellos casos en que se han usado variables dicotómicas para la educación, las categorías construidas buscan reflejar el efecto de las diversas etapas del ciclo educacional. Así, las categorías consideradas para el nivel de escolaridad son: sin educación, 1 a 4 años, 5 a 7, 8 años, 9 a 11, 12 años, y más de 12 años de escolaridad. Ocho años de escolaridad ha sido la categoría tomada como el grupo de referencia. Las categorías para el estado civil son: parejas - ya sea casados o que viven juntos- , si vive solo - soltero(a), separado(a), divorciado(a) y viudo(a).

El modelo logit multinomial aplicado se expresa del siguiente modo:

Salustatti = b1 + b2ESEi + b3Mti + b4Rurti + b5Edti + b6ECti+ eti

Donde: Salustat es una variable dependiente no ordenada que incluye las siguientes categorías:

Salustat = 0 si la persona carece de cobertura de salud

Salustat = 1 si la persona está cubierta por el programa público de salud (FONASA)

Salustat = 2 si la persona está cubierta por un plan privado de salud (ISAPRE)

Grupo de comparación: personas con un plan privado de salud (ISAPRE)

Los modelos probit aplicados se expresan en las siguientes ecuaciones:

PPSti = b1 + b2ESEti+b3Mi+b4Rurti + b5Edti + b6NEti + b7ECti + eti

ESti = b1 + b2ESEti + b3Mti +b4Rurti + b5Edti + b6NEi + b7ECti + eti

Donde: PPS representa la participación en el programa de salud, M significa mujeres, Rur representa a la población de áreas rurales, ESE denota estratos socioeconómicos, Ed representa un vector dummy de edad, NE quiere decir niveles de escolaridad y EC estado civil. Variaciones de estos modelos también incluyen controles ya sea si la persona es trabajador independiente o trabajador de baja calificación.

Los resultados de los análisis estadísticos se presentan en anexos.


Acceso a la salud

Los resultados del análisis estadístico indican que pobres y casi pobres son más probablemente sanos (anexo 2), pero presentan una menor probabilidad de acceder a los servicios de salud cuando la necesitan en eventos de enfermedad o accidente (anexo 3). Del mismo modo, el análisis indica que pobres y casi pobres más probablemente no acceden a la atención de salud dental (anexo 4). También muestra que los hombres y los menores de 40 años de edad son más probablemente sanos, pero que enfrentan más dificultades para acceder a la atención de salud (anexos 2 y 3). A su vez, el anexo 3 muestra que es menos probable que los habitantes de áreas rurales accedan a la atención de salud. Por otro lado, las mujeres presentan una mayor recurrencia de eventos relacionados con el estado de salud y presentan una mayor probabilidad de recibir atención médica cuando la necesitan (anexos 2 y 3).

Los niños pobres y casi pobres presentan una mayor probabilidad de sufrir desnutrición (anexo 5) y, también, de acceder a los beneficios del Programa Nacional de Alimentación Complementaria (PNAC)4 y del Programa de Alimentación Escolar (PAE)5 (anexos 6 y 7). Esto último podría parecer una obviedad, es decir, que niños pobres sean los principales beneficiarios de programas orientados a pobres. Sin embargo, lo que en realidad está mostrando este resultado es que ambos programas presentan una efectiva focalización.

Los resultados del análisis de probabilidad predicha (tabla 2) y marginal son consistentes en mostrar que pobres y casi pobres reciben atención de salud a través del sistema de atención de indigentes principalmente, y que la probabilidad que ellos estén cubiertos por FONASA o alguna ISAPRE es menor (anexos 8, 9, 10 y 12). Los trabajadores independientes presentan el mismo comportamiento (anexo 8), en tanto que los trabajadores de baja productividad tienden a recibir atención de salud como indigentes o a través de FONASA, y no por medio de las ISAPREs (anexos 8, 9 y 10)

Tabla 2. Probabilidad predicha de recibir atención de salud como indigente o a través de FONASA (el plan público de salud) clasificado por pobres y casi pobres, 1987-2000.

 

1987

1990

1992

1994

1996

1998

2000

Atención como indigente

Pobre

0.4446

0.4477

0.4604

0.5635

0.5146

0.5640

0.6691

Casi pobre

0.3828

0.3874

0.3988

0.4837

0.4209

0.4539

0.5299

FONASA

Pobre

0.5360

0.4909

0.4511

0.3518

0.4083

0.3792

0.3081

Casi pobre

0.5750

0.5270

0.4769

0.4022

0.4536

0.4404

0.4230

Fuente: Olavarría, 2004. Cálculos del autor basados en las encuestas CASEN. Resultados del modelo logit multinomial se presentan en el anexo 12.
Nota: Las variables por las que se ha controlado son: estrato socioeconómico, género, área de residencia, edad, escolaridad y estado civil.

Estos hallazgos son consistentes con el hecho de que los pobres y casi pobres presentan la mayor probabilidad de carecer de cobertura previsional de jubilación y pensiones (AFP o INP) y de ser trabajadores de baja productividad(2). A su vez, la tabla 2 muestra una creciente probabilidad de pobres y casi pobres de recibir atención de salud como indigentes. Es necesario hacer notar que esto se da en un contexto de, por un lado, sostenida y fuerte disminución de la pobreza en Chile6 -para todos los años de la serie de la tabla 2- y, por otro, de un crecimiento económico promedio del siete por ciento anual hasta el tercer trimestre de 1998. Luego, una pregunta relevante es ¿por qué, en un contexto de afluencia económica, los sectores de más bajos ingresos demandan servicios de salud como indigentes? La sección siguiente aborda esta pregunta.

Adicionalmente, y de manera coincidente, el análisis muestra que pobres y casi pobres acceden a la atención de salud con alguna demora o de manera tardía, cuando la reciben. Muy raramente reciben atención de salud oportuna (anexo 11).

Conclusiones e implicancias de política pública 

Los hallazgos de este trabajo indican que, siendo Chile un país con indicadores de salud de la población que se comparan muy favorablemente con el resto de la región latinoamericana, los pobres - siendo más probablemente sanos- tienen serías dificultades para acceder a la atención de salud - médica o dental- cuando la necesitan y, cuando la obtienen, acceden con alguna demora o de manera tardía.

Vista en perspectiva, esta situación estaría relacionada con la convergencia de dos hechos. Por un lado, las largas esperas e inadecuada calidad de los servicios provistos por el sistema público de salud y, por otro, la falta de acceso a protección efectiva en salud previsional harían que los pobres y casi pobres tengan un menor acceso a los cuidados de salud. Los altos copagos en FONASA o los planes con muy bajos beneficios a que pueden acceder en alguna ISAPRE, cuando alcanzan a uno de estos mecanismos de protección, hacen que en estados de necesidad los demanden como indigentes. Esa misma escasa protección hace que, cuando logran acceder a atención de salud, tengan serias dificultades para hacer efectivo el descanso destinado a recuperarse. La falta de acceso a estos mecanismos permite que el costo de oportunidad de una licencia médica sea muy alto para pobres y casi pobres, dado que normalmente significa quedar sin ingresos por el período de recuperación de la salud. Ello, unido a las largas esperas - que también implican un alto costo de oportunidad para los pobres- y la baja calidad de la atención de salud que normalmente reciben los pobres, crea altas barreras para que los estratos de menores ingresos puedan tener un acceso efectivo a la atención de salud.

Así, dada la escasez de activos en capital humano (normalmente expresada en baja escolaridad), en capital físico y en capital financiero, y la debilidad de capital social, mantenerse sano es uno de los escasos activos que los pobres tienen, pues - siguiendo a Akin y otros (1985)- ello les permitiría disponer de un stock de días saludables a partir de los cuales pueden generar ingresos. Pero este capital humano en salud está en riesgo si acaso los pobres no pueden acceder a servicios que permitan recuperar la salud en eventos de enfermedad y accidentes. Con ello se interrumpe una vía de escape de la pobreza o se aumenta la probabilidad de caída a una situación de pobreza de los casi pobres y, eventualmente, de los estratos medios.

Las implicancias de política pública que resultan de los hallazgos de este análisis son evidentes. Por un lado, reforzar los mecanismos de protección de salud y, por otro, mejorar la calidad y la oportunidad de la provisión de los servicios públicos de salud. Ello permitiría un acceso más expedito de los pobres a los servicios de salud, cuando lo necesiten, y posibilitar acciones efectivamente reparatorias del estado de salud para este grupo social.


Notas

1 MIDEPLAN (2004) CASEN [Sitio en Internet] Disponible en www.mideplan.cl Último acceso en septiembre de 2004.

2 MIDEPLAN Módulo Serie 1987-1998. Santiago de Chile: Serie CASEN 98. Santiago de Chile: MIDEPLAN. Departamento de Información Social; diciembre de 1999.
MIDEPLAN (2004a) CASEN [Sitio en Internet] Disponible en www.mideplan.cl Último acceso en septiembre de 2004.

3 La canasta básica de alimentos es una medida que identifica el ingreso mínimo que una persona necesita para satisfacer sus necesidades alimentarias. Se construye considerando el consumo mínimo requerido de proteínas y calorías, según los estándares de la Organización Mundial de la Salud, los hábitos de consumo de la población y los precios de mercado.

4 El PNAC es un programa de acceso universal que entrega leche y otros productos nutricionales a los niños menores de 6 años, mujeres embarazadas y nodrizas para prevenir o mejorar situaciones de desnutrición. Para obtener los beneficios del programa las madres deben llevar a los niños a controles médicos periódicos sobre su estado de salud. Fue creado en 1954 y es administrado por el Ministerio de Salud.

5 El PAE es un programa que entrega desayunos, almuerzos y colaciones a los estudiantes pobres, de edades entre 6 y 14 años, que asisten a las escuelas del sistema municipal y del sistema subvencionado. Este programa fue creado en 1964 y es administrado por la "Junta Nacional de Auxilio Escolar y Becas", dependiente del Ministerio de Educación.

6 La incidencia de la pobreza, medida por ingreso, se redujo en Chile desde 45,1 % de la población en 1987 a 20,6 % en el año 2000. Ver el anexo 1.


Referencias

1. CEPAL Anuario Estadístico de América Latina y el Caribe 2002. Santiago de Chile: CEPAL; 2003.         [ Links ]

2. Olavarría Gambi M. Pobreza, Crecimiento Económico y Políticas Sociales. Santiago de Chile: Editorial Universitaria; 2004.         [ Links ]

3. Akin J, Griffin Ch, Guilkey D, Popkin B. The Demand for Primary Health Services in the Third World. New Jersey: Rowman & Allanheld; 1985.        [ Links ]

Anexos

 


Anexo 1

Incidencia de la Pobreza, Chile 1987 – 2000.


Año
Indigentes
Pobres No Indigentes
Total Pobres

1987
17.4
27.7
45.1
1990
12.9
25.7
38.6
1992
8.8
23.8
32.6
1994
7.6
20.0
27.5
1996
5.7
17.5
23.2
1998
5.6
16.1
21.7
2000
5.7
14.9
20.6
2003
4.7
14.1
18.8

Fuente: MIDEPLAN 1999a, pág. 90; MIDEPLAN 2004a; MIDEPLAN 2004b.


Anexo 2

Resultados del Análisis Probit para: Estado de Salud
Variable Dependiente: Habitante Sano


 
1987
1990
1992
1994
1996
1998
2000

Indigente
0.0786
(0.000)
[0.0194]
0.2444
(0.000)
[0.0709]
0.0956
(0.000)
[0.0274]
0.0355
(0.015)
[0.0096]
0.0274
(0.176)
[0.0062]
-0.0589
(0.000)
[-0.0171]
-0.0586
(0.000)
[-0.0125]

Pobre no Indigente
0.0618
(0.000)
[0.0154]
0.1886
(0.000)
[0.0568]
0.0691
(0.000)
[0.0201]
0.0656
(0.000)
[0.0177]
0.0320
(0.016)
0.0073
-0.0301
(0.005)
[-0.0086]
-0.0301
(0.001)
[-0.0063]

Casi pobre
0.0330
(0.033)
[0.0082]
0.1520
(0.000)
[0.0458]
0.0662
(0.000)
[0.0193]
0.0420
(0.000)
[0.0114]
0.0401
(0.002)
[0.0091]
-0.0335
(0.001)
[-0.0096]
0.0055
(0.530)
[0.0011]

Mujer
-0.2158
(0.000)
[-0.0544]
-0.2516
(0.000)
[-0.0782]
-0.2212
(0.000)
[-0.0654]
-0.1642
(0.000)
[-0.0450]
-0.1606
(0.000)
[-0.0371]
-0.2000
(0.000)
[-0.0567]
-0.1646
(0.000)
[-0.0342]

Rural
0.0929
(0.000)
[0.0230]
0.1217
(0.000)
[0.0372]
0.0704
(0.000)
[0.0206]
0.0499
(0.000)
[0.0136]
-0.0063
(0.558)
[-0.0014]
-0.0602
(0.000)
[-0.0172]
-0.0342
(0.000)
[-0.0072]

Edad 5 a 14
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Edad 15 a 19
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Edad20 a 39
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Edad 66 y más
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Soltero, separado o divorciado
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Viudo (a)
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Constante
0.8527
(0.000)
0.6398
(0.000)
0.7196
(0.000)
0.7675
(0.000)
0.9697
(0.000)
0.8392
(0.000)
1.0787
(0.000)

Número de Obs.
73509
78475
108010
135225
102285
144541
252066

Prob>chi2
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000

Pseudo R2
0.0289
0.0200
0.0216
0.0249
0.0270
0.0285
0.0269

Nota: Todas las variables incluidas en este modelo han sido trabajadas como variables
dicotómicas. La unidad de análisis es el individuo. Los coeficientes de las regresiones
Probit se presentan en la primera línea de cada variable. Los números en paréntesis
corresponden a los resultados del análisis de significación estadística (p>z). Los números
en paréntesis cuadrado representan la probabilidad marginal de la variable, la que ha sido
calculada en una regresión probit. Los datos ha sido tomados de las encuestas CASEN
señaladas en el encabezado.


Anexo 3

Resultados del Análisis Probit para: Estado de Salud II
Variable Dependiente: Habitante Enfermo Atendido


 
1987
1990
1992
1994
1996
1998
2000

Indigente
-0.5485
(0.000)
[-0.0775]
-0.4442
(0.000)
[-0.0487]
-0.2921
(0.000)
[-0.0241]
-0.1622
(0.004)
[-0.0121]
-0.4288
(0.000)
[-0.0425]
-0.2078
(0.002)
[-0.0119]
-0.2418
(0.000)
[-0.0946]

Pobre no Indigente
-0.3589
(0.000)
[-0.0426]
-0.3762
(0.000)
[-0.0362]
-0.2626
(0.000)
[-0.0199]
-0.1905
(0.000)
[-0.0140]
-0.1385
(0.011)
[-0.0105]
-0.1743
(0.000)
[-0.0093]
-0.1043
(0.000)
[-0.0402]

Casi pobre
-0.1686
(0.002)
[-0.0188]
-0.2530
(0.000)
[-0.0232]
-0.1831
(0.000)
[-0.0134]
-0.1591
(0.000)
[-0.0115]
-0.1415
(0.007)
[-0.0108]
-0.0780
(0.083)
[-0.0038]
-0.0624
(0.002)
[-0.0240]

Mujer
0.0811
(0.032)
[0.0084]
0.1908
(0.000)
[0.0156]
0.1479
(0.000)
[0.0099]
0.0662
(0.034)
[0.0044]
0.1260
(0.002)
[0.0090]
0.1967
(0.000)
[0.0096]
0.1225
(0.000)
[0.0469]

Rural
-0.1654
(0.000)
[-0.0181]
-0.1711
(0.000)
[-0.0147]
-0.1139
(0.001)
[-0.0077]
-0.2687
(0.000)
[-0.0191]
-0.1665
(0.000)
[-0.0125]
-0.0037
(0.915)
[-0.0001]
-0.3718
(0.000)
[-0.1425]

Edad 5 a 14
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Edad 15 a 19
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Edad20 a 39
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Edad 66 y más
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Soltero, separado o divorciado
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Viudo (a)
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Constante
1.6756
(0.000)
1.8354
(0.000)
1.8960
(0.000)
1.9813
(0.000)
1.8824
(0.000)
1.9761
(0.000)
0.4458
(0.000)

Número de Obs.
12996
19319
24307
26920
15814
30540
32741

Prob>chi2
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000

Pseudo R2
0.0435
0.0307
0.0216
0.0201
0.0167
0.0138
0.0243

Nota: Todas las variables incluidas en este modelo han sido trabajadas como variables
dicotómicas. La unidad de análisis es el individuo. Los coeficientes de las regresiones
Probit se presentan en la primera línea de cada variable. Los números en paréntesis
corresponden a los resultados del análisis de significación estadística (p>z). Los números
en paréntesis cuadrado representan la probabilidad marginal de la variable, la que ha sido
calculada en una regresión probit. Los datos ha sido tomados de las encuestas CASEN
señaladas en el encabezado.


Anexo 4

Resultados del Análisis Probit para: Atención Dental
Variable Dependiente: Sin Atención Dental


 
1994
1996
1998
2000

Indigente
0.4470
(0.000)
[0.0149]
0.4375
(0.000)
[0.0124]
0.2920
(0.000)
[0.0098]
0.3787
(0.000)
[0.0174]

Pobre no Indigente
0.3951
(0.000)
[0.0111]
0.3004
(0.000)
[0.0067]
0.3282
(0.000)
[0.0106]
0.2873
(0.000)
[0.0113]

Casi pobre
0.2484
(0.000)
[0.0063]
0.1873
(0.000)
[0.0038]
0.1587
(0.000)
[0.0044]
0.2510
(0.000)
[0.0096]

Mujer
0.0907
(0.000)
[0.0019]
0.1505
(0.000)
[0.0026]
0.1210
(0.000)
[0.0030]
0.1490
(0.000)
[0.0048]

Rural
0.0410
(0.067)
[0.0009]
0.0429
(0.157)
[0.0008]
0.0806
(0.000)
[0.0021]
0.0727
(0.000)
[0.0023]

Soltero, separado
0.0651
(0.003)
[0.0014]
0.0486
(0.082)
[0.0009]
0.0263
(0.198)
[0.0006]
-0.0579
(0.000)
[-0.0019]

Viudo (a)
-0.1111
(0.058)
[-0.0021]
-0.0902
(0.199)
[-0.0014]
-0.1481
(0.006)
[-0.0031]
-0.1042
(0.007)
[-0.0030]

Constante
-2.6822
(0.000)
-0.7238
(0.000)
-2.5475
(0.000)
-2.4456
(0.000)

Número de Obs.
135443
102461
144705
252217

Prob>chi2
0.000
0.000
0.000
0.000

Pseudo R2
0.0244
0.0228
0.0163
0.0181

Nota: Todas las variables incluidas en este modelo han sido trabajadas como variables
dicotómicas. La unidad de análisis es el individuo. Los coeficientes de las regresiones
Probit se presentan en la primera línea de cada variable. Los números en paréntesis
corresponden a los resultados del análisis de significación estadística (p>z). Los números
en paréntesis cuadrado representan la probabilidad marginal de la variable, la que ha sido
calculada en una regresión probit. Los datos ha sido tomados de las encuestas CASEN
señaladas en el encabezado.

Anexo 5

Resultados del Análisis Probit para: Desnutrición
Variable Dependiente: Niños Desnutridos


 
1987
1990
1992
1994
1996
1998
2000

Indigente
0.6194
(0.000)
[0.1204]
0.6356
(0.000)
[0.1043]
0.5178
(0.000)
[0.1162]
0.4055
(0.000)
[0.0470]
0.6003
(0.000)
[0.0758]
0.5168
(0.000)
[0.6465]
0.5114
(0.000)
[0.0545]

Pobre no Indigente
0.4212
(0.000)
[0.0740]
0.4474
(0.000)
[0.0626]
0.3118
(0.000)
[0.0609]
0.3379
(0.000)
[0.0347]
0.4072
(0.000)
[0.0411]
0.3912
(0.000)
[0.0413]
0.3675
(0.000)
[0.0328]

Casi pobre
0.2277
(0.000)
[0.0402]
0.2546
(0.000)
[0.0357]
0.2461
(0.000)
[0.0493]
0.1429
(0.002)
[0.0140]
0.2555
(0.000)
[0.0250]
0.1938
(0.000)
[0.0189]
0.2142
(0.000)
[0.0179]

Mujer
0.0072
(0.827)
[0.0011]
-0.0211
(0.346)
[-0.0026]
0.0304
(0.232)
[0.0055]
0.0268
(0.376)
[0.0024]
0.0829
(0.024)
[0.0070]
0.0174
(0.581)
[0.0015]
-0.0190
(0.000)
[-0.0014]

Rural
0.0796
(0.024)
[0.0129]
0.1404
(0.000)
[0.0181]
0.1666
(0.000)
[0.0315]
0.0709
(0.022)
[0.0065]
0.1203
(0.002)
[0.0107]
0.1687
(0.000)
[0.0158]
0.1848
(0.527)
[0.0143]

Constante
-1.7173
(0.000)
-1.8800
(0.000)
-1.5560
(0.000)
-1.9541
(0.000)
-2.0664
(0.000)
-1.9859
(0.000)
-2.0908
(0.000)

Número de Obs.
11234
30072
17398
21045
15054
19882
25190

Prob>chi2
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000

Pseudo R2
0.0268
0.0297
0.0192
0.0152
0.0289
0.0244
0.0250

Nota: Todas las variables incluidas en este modelo han sido trabajadas como variables
dicotómicas. La unidad de análisis es el individuo. Los coeficientes de las regresiones
Probit se presentan en la primera línea de cada variable. Los números en paréntesis
corresponden a los resultados del análisis de significación estadística (p>z). Los números
en paréntesis cuadrado representan la probabilidad marginal de la variable, la que ha sido
calculada en una regresión probit. Los datos ha sido tomados de las encuestas CASEN
señaladas en el encabezado.


Anexo 6.

Resultados del Análisis Probit para:
Programa Nacional de Alimentación Complementaria (PNAC)
Variable Dependiente: PNAC


 
1987
1990
1992
1994
1996
1998
2000

Indigente
1.4255
(0.000)
[0.2673]
1.3000
(0.000)
[0.2512]
1.1551
(0.000)
[0.1761]
0.9775
(0.000)
[0.1603]
0.8924
(0.000)
[0.1565]
0.7914
(0.000)
[0.1698]
0.1420
(0.000)
[0.0064]

Pobre no Indigente
1.1430
(0.000)
[0.2492]
1.0832
(0.000)
[0.2548]
0.9604
(0.000)
[0.1906]
0.9253
(0.000)
[0.1825]
0.8986
(0.000)
[0.1843]
0.6527
(0.000)
[0.1619]
0.1842
(0.000)
[0.0084]

Casi pobre
0.7919
(0.000)
[0.1575]
0.7708
(0.000)
[0.1698]
0.7695
(0.000)
[0.1394]
0.6843
(0.000)
[0.1300]
0.6618
(0.000)
[0.1359]
0.5085
(0.000)
[0.1281]
0.1338
(0.000)
[0.0063]

Mujer
0.0377
(0.190)
[0.0099]
-0.0492
(0.059)
[-0.0137]
-0.0037
(0.873)
[-0.0008]
-0.0176
(0.399)
[-0.0041]
-0.0549
(0.022)
[-0.0138]
-0.1064
(0.000)
[-0.0305]
-0.0604
(0.000)
[-0.0031]

Rural
0.5101
(0.000)
[0.1223]
0.4782
(0.000)
[0.1222]
0.5955
(0.000)
[0.1263]
0.6928
(0.000)
[0.1507]
0.6644
(0.000)
[0.1436]
0.4707
(0.000)
[0.1246]
0.3094
(0.000)
[0.0152]

Constante
-0.1305
(0.000)
-0.0280
(0.286)
0.1764
(0.000)
0.1903
(0.000)
0.3200
(0.000)
0.3743
(0.000)
1.8611
(0.000)

Número de Obs.
11255
13007
18078
22022
15894
21241
252217

Prob>chi2
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000

Pseudo R2
0.1718
0.1388
0.1300
0.1286
0.1093
0.0653
0.0423

Nota: Todas las variables incluidas en este modelo han sido trabajadas como variables
dicotómicas. La unidad de análisis es el individuo. Los coeficientes de las regresiones
Probit se presentan en la primera línea de cada variable. Los números en paréntesis
corresponden a los resultados del análisis de significación estadística (p>z). Los números
en paréntesis cuadrado representan la probabilidad marginal de la variable, la que ha sido
calculada en una regresión probit. Los datos ha sido tomados de las encuestas CASEN
señaladas en el encabezado.


Anexo 7

Resultados del Análisis Probit para:
Programa de Alimentación Escolar (PAE)
Variable Dependiente: PAE


 
1987
1990
1992
1994
1996
1998
2000

Indigente
1.1031
(0.000)
[0.3773]
1.0918
(0.000)
[0.4140]
1.0240
(0.000)
[0.3913]
0.9960
(0.000)
[0.3798]
1.1368
(0.000)
[0.4251]
0.7274
(0.000)
[0.2825]
0.2393
(0.000)
[0.0436]

Pobre no Indigente
0.8011
(0.000)
[0.2598]
0.7210
(0.000)
[0.2723]
0.7004
(0.000)
[0.2668]
0.7041
(0.000)
[0.2735]
0.8029
(0.000)
[0.3110]
0.5075
(0.000)
[0.2001]
0.1347
(0.000)
[0.0263]

Casi pobre
0.4418
(0.000)
[0.1448]
0.4290
(0.000)
[0.1644]
0.4069
(0.000)
[0.1564]
0.4016
(0.000)
[0.1577]
0.4964
(0.000)
[0.1942]
0.2829
(0.000)
[0.1118]
0.0584
(0.000)
[0.0117]

Mujer
-0.0545
(0.004)
[-0.0161]
-0.0811
(0.000)
[-0.0299]
-0.0576
(0.000)
[-0.0214]
-0.0712
(0.000)
[-0.0275]
-0.0833
(0.000)
[-0.0318]
-0.0336
(0.004)
[-0.0131]
-0.0050
(0.439)
[-0.0010]

Rural
0.8557
(0.000)
[0.2845]
0.8680
(0.000)
[0.3301]
1.0772
(0.000)
[0.4050]
1.0326
(0.000)
[0.3926]
1.1878
(0.000)
[0.4472]
1.0077
(0.000)
[0.3855]
0.6133
(0.000)
[0.1189]

Constante
-1.5502
(0.000)
-1.1062
(0.000)
-1.1069
(0.000)
-1.0095
(0.000)
-0.9262
(0.000)
-0.6713
(0.000)
0.8490
(0.000)

Número de Obs.
23543
17625
34099
43174
37177
52638
252217

Prob>chi2
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000

Pseudo R2
0.1434
0.1232
0.1583
0.1558
0.1731
0.1117
0.0423

Nota: Todas las variables incluidas en este modelo han sido trabajadas como variables
dicotómicas. La unidad de análisis es el individuo. Los coeficientes de las regresiones
Probit se presentan en la primera línea de cada variable. Los números en paréntesis
corresponden a los resultados del análisis de significación estadística (p>z). Los números
en paréntesis cuadrado representan la probabilidad marginal de la variable, la que ha sido
calculada en una regresión probit. Los datos ha sido tomados de las encuestas CASEN
señaladas en el encabezado.


Anexo 8

Resultados del Análisis Probit para:
Sistema de Salud Pública I
Variable Dependiente: Plan de Salud para Indigentes


 
1987
1990
1992
1994
1996
1998
2000

Indigente
1.2923
(0.000)
[0.2798]
1.3604
(0.000)
[0.2580]
0.9719
(0.000)
[0.3400]
0.9437
(0.000)
[0.3508]
1.3745
(0.000)
[0.4872]
1.2557
(0.000)
[0.4425]
1.2343
(0.000)
[0.4496]

Pobre no Indigente
0.6983
(0.000)
[0.1022]
0.7936
(0.000)
[0.0953]
0.5910
(0.000)
[0.1832]
0.6061
(0.000)
[0.2113]
0.8176
(0.000)
[0.2570]
0.7714
(0.000)
[0.2403]
0.7756
(0.000)
[0.2633]

Casi pobre
0.3118
(0.029)
[0.0360]
0.7219
(0.000)
[0.0841]
0.3531
(0.000)
[0.1043]
0.3395
(0.000)
[0.1153]
0.5213
(0.000)
[0.1553]
0.5437
(0.000)
[0.1601]
0.4669
(0.000)
[0.1483]

Mujer
0.1629
(0.344)
[0.0164]
0.3547
(0.069)
[0.0293]
0.0454
(0.007)
[0.0124]
0.0368
(0.293)
[0.0118]
0.2205
(0.000)
[0.0615]
0.2402
(0.000)
[0.0659]
0.1222
(0.000)
[0.0353]

Rural
0.1411
(0.392)
[0.0147]
0.2800
(0.099)
[0.0242]
0.3144
(0.000)
[0.0890]
0.3379
(0.000)
[0.1104]
0.5084
(0.000)
[0.1455]
0.4118
(0.000)
[0.1120]
0.4613
(0.000)
[0.1353]

Edad 15 a 19
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Edad20 a 39
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Edad 66 y más
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Sin educación
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Escolaridad 1 a 4
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Escolaridad 5 a 7
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Escolaridad 9 a 11
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Escolaridad 12
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Educación Universitaria
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Soltero, separado o divorciado
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Viudo (a)
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Trabajador independiente
0.8329
(0.000)
[0.1285]
0.9365
(0.000)
[0.1255]
0.8215
(0.000)
[0.2583]
0.9784
(0.000)
[0.3399]
0.0190
(0.000)
[0.3098]
1.0005
(0.000)
[0.2987]
0.9782
(0.000)
[0.3207]

Trabajador de baja Productividad
0.6906
(0.000)
[0.0727]
0.4591
(0.001)
[0.0356]
0.3063
(0.000)
[0.0866]
0.3453
(0.000)
[0.1146]
0.2411
(0.000)
[0.0643]
0.2399
(0.000)
[0.0710]

Constante
-2.3451
(0.000)
-2.2201
(0.000)
-1.6036
(0.000)
-1.4841
(0.000)
-1.6807
(0.000)
-1.6221
(0.000)
-1.622
(0.000)

Número de Obs.
2007
2049
47936
32329
24265
34156
85141

Prob>chi2
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000

Pseudo R2
0.3220
0.3837
0.2008
0.2203
0.2531
0.2369
0.2362

Nota: Todas las variables incluidas en este modelo han sido trabajadas como variables
dicotómicas. La unidad de análisis es el individuo. Los coeficientes de las regresiones
Probit se presentan en la primera línea de cada variable. Los números en paréntesis
corresponden a los resultados del análisis de significación estadística (p>z). Los números
en paréntesis cuadrado representan la probabilidad marginal de la variable, la que ha sido
calculada en una regresión probit. Los datos ha sido tomados de las encuestas CASEN
señaladas en el encabezado.


Anexo 9

Resultados del Análisis Probit para:
Sistema de Salud Pública II (FONASA)
Variable Dependiente: Plan de Salud (FONASA)


 
1987
1990
1992
1994
1996
1998
2000

Indigente
-0.6270
(0.000)
[-0.2213]
-0.2851
(0.066)
[-0.0969]
-0.1553
(0.000)
[-0.0578]
0.3172
(0.000)
[-0.1137]
-0.4716
(0.000)
[-0.1662]
-0.6512
(0.000)
[-0.2260]
-0.8554
(0.000)
[-0.2932]

Pobre no Indigente
0.0424
(0.677)
[0.1670]
0.3542
(0.000)
[0.1343]
0.1177
(0.000)
[0.0453]
0.0132
(0.509)
[0.0050]
0.0640
(0.007)
[0.0247]
-0.0153
(0.470)
[-0.0060]
-0.1882
(0.000)
[-0.0737]

Casi pobre
0.0987
(0.320)
[0.0389]
0.2035
(0.033)
[0.0761]
0.1624
(0.000)
[0.0627]
0.1137
(0.000)
[0.0435]
0.1236
(0.000)
[0.0480]
0.0498
(0.013)
[0.0195]
0.0322
(0.011)
[0.0128]

Mujer
0.4199
(0.000)
[0.1658]
-0.0181
(0.884)
[-0.0065]
0.1726
(0.000)
[0.0665]
0.1870
(0.000)
[0.0723]
0.1271
(0.000)
[0.0494]
0.1363
(0.000)
[0.0537]
0.1567
(0.000)
[0.0622]

Rural
0.3131
(0.004)
[0.1242]
0.2186
(0.025)
[0.0820]
-0.0227
(0.107)
[-0.0086]
-0.0183
(0.266)
[-0.0069]
-0.1200
(0.000)
[-0.0457]
-0.1264
(0.000)
[-0.0491]
-0.1380
(0.000)
[-0.0546]

Edad 15 a 19
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Edad20 a 39
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Edad 66 y más
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Sin educación
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Escolaridad 1 a 4
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Escolaridad 5 a 7
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Escolaridad 9 a 11
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Escolaridad 12
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Educación Universitaria
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Soltero, separado o divorciado
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Viudo (a)
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Trabajador independiente
-0.5574
(0.000)
[-0.2040]
-0.1060
(0.262)
[-0.0378]
-0.6330
(0.000)
[-0.2237]
-0.6459
(0.000)
[-0.2290]
-0.6994
(0.000)
[-0.2508]
-0.6862
(0.000)
[-0.2531]
-0.8325
(0.000)
[-0.3074]

Trabajador de baja Productividad
0.5794
(0.000)
[0.2256]
0.5679
(0.000)
[0.2085]
0.0007
(0.960)
[0.0002]
0.0075
(0.670)
[0.0028]
0.1063
(0.000)
[0.0417]
0.0270
(0.013)
[0.0107]

Constante
-0.4521
(0.009)
-0.9760
(0.000)
0.0430
(0.059)
0.0663
(0.014)
0.2020
(0.000)
0.2206
(0.000)
0.3807
(0.000)

Número de Obs.
2007
2049
47936
32329
24265
34156
85141

Prob>chi2
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000

Pseudo R2
0.0664
0.0592
0.0466
0.0523
0.0652
0.0674
0.0811

Nota: Todas las variables incluidas en este modelo han sido trabajadas como variables dicotómicas. La unidad de análisis es el individuo. Los coeficientes de las regresiones Probit se presentan en la primera línea de cada variable. Los números en paréntesis corresponden a los resultados del análisis de significación estadística (p>z). Los números en paréntesis cuadrado representan la probabilidad marginal de la variable, la que ha sido calculada en una regresión probit. Los datos ha sido tomados de las encuestas CASEN señaladas en el encabezado.


Anexo 10

Resultados del Análisis Probit para:
Sistema de Salud Privada (ISAPRE)
Variable Dependiente: Programa de Salud Privada (ISAPRE)


 
1987
1990
1992
1994
1996
1998
2000

Indigente
-1.3278
(0.000)
[-0.0426]
-1.3567
(0.000)
[-0.2582]
-0.9939
(0.000)
[-0.1100]
-1.000
(0.000)
[-0.1046]
-1.1813
(0.000)
[-0.1189]
-1.0817
(0.000)
[-0.0959]
-1.0482
(0.000)
[-0.0630]

Pobre no Indigente
-0.9199
(0.000)
[-0.0450]
-1.294
(0.000)
[-0.2833]
-0.7003
(0.000)
[-0.1051]
-0.7160
(0.000)
[-0.1006]
-0.9101
(0.000)
[-0.1258]
-0.8838
(0.000)
[-0.1034]
-0.9107
(0.000)
-0.0688

Casi pobre
-0.5845
(0.000)
[-0.0298]
-0.9229
(0.000)
[-0.2266]
-0.4441
(0.000)
[-0.0731]
-0.4560
(0.000)
[-0.0686]
-0.5278
(0.000)
[-0.0838]
-0.4887
(0.000)
[-0.0688]
-0.6319
(0.000)
-0.0571

Mujer
-0.0769
(0.003)
[-0.0052]
0.0351
(0.804)
[0.0115]
-0.0773
(0.000)
[-0.0147]
-0.0903
(0.040)
[-0.0156]
-0.1587
(0.001)
[-0.0289]
-0.2001
(0.000)
[-0.0316]
-0.0968
(0.000)
-0.0117

Rural
-0.8159
(0.000)
[-0.0433]
-0.1672
(0.116)
[-0.0522]
-0.6015
(0.000)
[-0.1037]
-0.5781
(0.000)
[-0.0962]
-0.5604
(0.000)
[-0.0942]
-0.4848
(0.000)
[-0.0750]
-0.4211
(0.000)
-0.0495

Edad 15 a
19
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Edad20 a 39
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Edad 66 y más
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Sin
educación
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Escolaridad
1 a 4
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Escolaridad
5 a 7
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Escolaridad
9 a 11
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Escolaridad 12
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Educación Universitaria
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Soltero, separado o divorciado
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Viudo (a)
Si
Si
Si
Si
Si
Si
Si

Trabajador independiente
-0.6807
(0.000)
[-0.0373]
-0.7721
(0.000)
[-0.1997]
-0.9426
(0.000)
[0.1377]
-1.1661
(0.000)
[-0.1605]
-1.1191
(0.000)
[-0.1676]
-1.0502
(0.000)
[-0.1400]
-0.8402
(0.000)
-0.0786

Trabajador de baja Productividad
-0.0093
(0.906)
[-0.0030]
-0.3630
(0.000)
[-0.0656]
-0.4248
(0.000)
[-0.0695]
-0.4286
(0.000)
[-0.0655]
-0.4837
(0.000)
-0.0513

Constante
-0.7528
(0.000)
-0.5092
(0.035)
-0.4408
(0.000)
-0.3154
(0.000)
-0.5522
(0.000)
-0.5880
(0.000)
-0.7355
(0.000)

Número de Obs.
32063
2049
47936
32329
24265
34156
85141

Prob>chi2
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000

Pseudo R2
0.2536
0.2569
0.2681
0.3103
0.2899
0.3004
0.2882

Nota: Todas las variables incluidas en este modelo han sido trabajadas como variables
dicotómicas. La unidad de análisis es el individuo. Los coeficientes de las regresiones
Probit se presentan en la primera línea de cada variable. Los números en paréntesis
corresponden a los resultados del análisis de significación estadística (p>z). Los números
en paréntesis cuadrado representan la probabilidad marginal de la variable, la que ha sido
calculada en una regresión probit. Los datos ha sido tomados de las encuestas CASEN
señaladas en el encabezado.


Anexo 11

Resultados del Análisis Probit para: Oportunidad de la Atención de Salud


Variables
Independientes
Variables Dependientes

 
Atención Oportuna
Atención con Demora
Atención Tardía

Indigente
-0.3098
(0.000)
[-0.0945]
0.2020
(0.000)
[0.0488]
0.3437
(0.000)
[0.0482]

Pobre no
Indigente
-0.2902
(0.000)
[-0.0860]
0.2462
(0.000)
[0.0591]
0.2242
(0.000)
[0.0281]

Casi pobre
-0.2513
(0.000)
[-0.0378]
0.2060
(0.000)
[0.0487]
0.2091
(0.000)
[0.0260]

Mujer
-0.07160
(0.000)
[-0.0195]
0.0751
(0.001)
[0.0164]
0.0276
(0.341)
[0.0031]

Rural
0.0143
(0.487)
[0.0039]
0.0231
(0.300)
[0.0051]
-0.0821
(0.006)
[-0.0090]

Separado, soltero
Si
Si
Si

Viudo (a)
Si
Si
Si

Constante
1.0004
(0.000)
-1.2235
(0.000)
-1.6664
(0.000)

Número de Obs.
21229
21229
21229

Prob>chi2
0.000
0.000
0.000

Pseudo R2
0.0098
0.0068
0.0095

Nota: Todas las variables incluidas en este modelo han sido trabajadas como variables
dicotómicas. La unidad de análisis es el individuo. Los coeficientes de las regresiones
Probit se presentan en la primera línea de cada variable. Los números en paréntesis
corresponden a los resultados del análisis de significación estadística (p>z). Los números
en paréntesis cuadrado representan la probabilidad marginal de la variable, la que ha sido
calculada en una regresión probit. Los datos ha sido tomados de las encuestas CASEN
del año 2000.

 

Anexo 12

Resultados multinomiales seleccionados según cobertura de salud
(Categoría Base: ISAPRE)

Recibido: 21-10-2004. Aceptado: 26-11-2004.

 

Creative Commons License Todo el contenido de esta revista, excepto dónde está identificado, está bajo una Licencia Creative Commons